曹中旺

(福建船政交通職業(yè)學(xué)院，福建 福州 350007)

理性計劃行為理論(Theory of planned behavior)認為在充分控制其他條件的情況下，個體的行為意向會直接決定其行為[1]。大學(xué)生體質(zhì)健康問題直接關(guān)系到個人全面發(fā)展、社會的和諧穩(wěn)定、國家的繁榮昌盛，引起了社會廣泛關(guān)注。體育運動參與行為是實現(xiàn)大學(xué)生體質(zhì)健康水平改善、完成大學(xué)生體質(zhì)健康持續(xù)下降“華麗轉(zhuǎn)身”的唯一路徑。在當今我國高校體育教學(xué)條件、教學(xué)手段方法、課程設(shè)置都日趨完善、日趨合理的大環(huán)境下，究竟如何來提高大學(xué)生體育運動參與積極性，以此達成大學(xué)生體質(zhì)健康基本目標的實現(xiàn)？

社會個體的某一行為意愿對其實際行為有顯著影響，積極的行為意愿會讓個體更愿意開展某一行動[2]，即：個人從事某特定行為的意愿越強，則越可能去從事該行為[3-4]。換言之，大學(xué)生體育運動參與意愿既是決定體育參與行為的直接因素，也是預(yù)測體育參與行為的重要變量。在大學(xué)生當前的生命歷程中，體育運動參與意愿會受到多種因素或者條件的制約，是性別、家庭支持、體育教學(xué)、課外體育氛圍、身體條件、體育技能、體育認知等內(nèi)、外部條件共同作用的結(jié)果[5]，所以個體所處環(huán)境與自身條件的差異都有可能決定了體育運動參與意愿的差異。

為此，本研究運用有序logistic回歸分析方法，主要解決兩個問題：1)在前人研究的基礎(chǔ)上，增加“體育幫扶”自變量，嘗試甄別“得到”與“沒有得到”體育幫扶情況下對大學(xué)生體育運動參與意愿影響；2)基于logistic回歸結(jié)果，提煉影響大學(xué)生體育運動參與意愿的核心要素，并提出相應(yīng)建議。

1 研究程序設(shè)計

1.1 問卷設(shè)計

1.1.1 指標選取

首先從影響大學(xué)生體育運動參與的四個維度進行構(gòu)建，即：個人、家庭、學(xué)校、社會，這是影響人類社會所有活動共同的維度，是毫無爭議的。然后，結(jié)合國內(nèi)學(xué)者所開展的關(guān)于“影響大學(xué)生體育參與的因素”進行指標的提煉，在遵循指標因子的差異性、主導(dǎo)性、相互獨立性與綜合性等原則以及充分考慮大學(xué)生群體生活特點基礎(chǔ)上，共遴選了20個(注：不包括體育運動參與意愿指標)觀測指標，經(jīng)過對我校大學(xué)生進行小規(guī)模(42人)的初稿問卷進行預(yù)試，通過項目分析與探索性因素分析，刪除題總相關(guān)系數(shù)小于0.3，得分標準差小于1.0，因子載荷小于0.4的題項共6項，最終確定14個指標作為自變量，以“體育運動參與意愿”作為因變量(見表1)的15個題項的測量問卷。因為作為學(xué)生群體，受到影響最大的還是來自于學(xué)校的體育教育與個人身心發(fā)展情況，所以在指標選取的數(shù)量上，還是偏重于個人維度與學(xué)校維度。

1.1.2 賦值

本問卷中“性別、來源、是否獨生”屬于二分類變量，采用“1、2”賦值，“接受過體育幫扶情況”采用“1、2、3”賦值。另外，考慮到“認為自己身體條件不適合運動”認可程度越高越有可能影響體育運動參與的積極性，所以在賦值上采用“5、4、3、2、1”順序，其余變量按照大學(xué)生個人心理感覺的符合程度分別賦值為“1、2、3、4、5”，(見表1)。

1.1.3 問卷信效度

對修改后的問卷再一次以筆者工作的學(xué)校50名大學(xué)生進行調(diào)查，分別對問卷中具有主觀特性的指標(X4-X14)進行內(nèi)部一致性、探索性因素分析。11個指標的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.833，以特征值大于1進行因子提取，4個因子累積方差貢獻率為68.803%，所以該問卷指標具有較高的內(nèi)部一致性及較好的結(jié)構(gòu)效度，可以用于該研究的調(diào)查之用。

1.1.4 正式調(diào)查的問卷發(fā)放與回收

2021年3月，在福州大學(xué)、福建師范大學(xué)、閩江學(xué)院、福建船政交通職業(yè)學(xué)院等部分輔導(dǎo)員、體育教師的協(xié)助下，采用網(wǎng)絡(luò)問卷形式，推送給本校學(xué)生進行填寫。共有701位同學(xué)參與，通過對問卷填寫情況的甄別、篩選，最終保留有效問卷678份，用于本研究后續(xù)分析的數(shù)據(jù)資料。

1.2 模型選取

大學(xué)生體育運動參與意愿程度體現(xiàn)的是一個由低到高具有多分類(5類)有序變量，而且影響大學(xué)生體育運動參與意愿的設(shè)計的測量指標中還含有“性別、來源、是否獨生”二分類變量，其數(shù)字只代表不同類別的分類符號，數(shù)值的大小不具有統(tǒng)計學(xué)意義。因此，本研究適合采用有序Logistic回歸模型進行統(tǒng)計分析[6]。

1.3 數(shù)據(jù)處理方法

本研究所有的數(shù)據(jù)處理過程都運用spss24.0統(tǒng)計軟件。包括問卷的信、效度檢驗、描述性統(tǒng)計、回歸分析。

2 結(jié)果與討論

2.1 描述性統(tǒng)計

本研究調(diào)查對象的人口學(xué)分布特征為：男、女分布各占53.8%、46.2%；來源分布農(nóng)村與城鎮(zhèn)分別占31.6%、68.4%；獨生子女與非獨生子女分別占48.1%、51.9%(見表2)。二項式分布檢驗結(jié)果顯示，來源分類的人數(shù)之間具有差異性，而以性別、是否獨生分類時的樣本數(shù)量不具有差異性。因此，可以認為用于本研究的樣本選取較為合理，具有一定的代表性。

表2 體育運動參與意愿基本描述性統(tǒng)計表

然而，從大學(xué)生體育運動參與意愿程度看，僅有20.8%的同學(xué)對體育運動參與表現(xiàn)出積極的心理傾向性。由此可以推測，就大學(xué)生群體整體上而言，體育運動參與意愿程度低，內(nèi)驅(qū)動力不足。

2.2 回歸結(jié)果

以“大學(xué)生體育運動參與意愿(Y)”為因變量,以“性別(X1)、來源(X2)、是否獨生(X3)”為控制變量，以“X4-X14”11個指標為主要預(yù)測變量，進行有序Logistic回歸分析。模型估計結(jié)果為：平行線檢驗χ2=7.719，顯著性概率值=0.259大于0.05，因此模型通過比較優(yōu)勢假定檢驗。同時，-2對數(shù)似然值顯著性概率p=0.000，小于0.05；Pearson和偏差顯著性概率p值都等于1，大于0.05；Cox and Snell 、Nagelkerke 、McFadden三個偽R2分別為0.316、0.335、0.133，對于截面數(shù)據(jù)來說是正常合理的[7](見表3)。所以，本研究構(gòu)建的有序Logistic回歸模型通過了擬合優(yōu)度檢驗。

表3 模型擬合檢驗表

回歸結(jié)果如表4所示：

表4 有序logistic模型回歸結(jié)果

從表4的回歸分析結(jié)果可以看出，影響大學(xué)生體育參與意愿具有顯著性的指標由大到小依次為X14、X6、X8、X13、X5、X4、X9、X10、X11，而不同性別、不同來源地以及是否獨生對大學(xué)生體育參與意愿雖有差異，比如男大學(xué)生高于女性大學(xué)生參與意愿、來自農(nóng)村的大學(xué)生低于城鎮(zhèn)的大學(xué)生參與意愿、獨生子女的大學(xué)生低于非獨生子女的大學(xué)生參與意愿，但都不具有顯著性，因此可以認為不是影響大學(xué)生體育運動參與意愿的主要因素。另外，預(yù)測變量中的X7、X12兩個指標對大學(xué)生體育運動參與意愿影響也不夠顯著，所以也可以認為不是影響大學(xué)生體育運動參與意愿的主要因素。

2.3 討論

計劃行為理論認為，影響意愿的因素主要由態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制三種行為特征因素組成。態(tài)度越積極、重要他人支持越大、知覺行為控制越強，行為意向就越大，反之就越小。因此，一切能夠引起大學(xué)生對體育運動參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為水平變化的因素或者條件都可以改變大學(xué)生體育運動參與的意愿水平。

1)體育幫扶是影響大學(xué)生體育運動參與意愿十分重要的因素，驗證了筆者當初的設(shè)想。本研究回歸分析結(jié)果顯示，體育幫扶對大學(xué)生體育運動參與意愿影響具有非常顯著性作用。在本研究中的體育幫扶是指體育課堂之外體育教師或者學(xué)生為了滿足一部分學(xué)生體育知識、技能需求不足而進行的相關(guān)指導(dǎo)行為，是學(xué)生體育知識、技能“補缺補差”的重要手段與途徑。通過體育幫扶提高了學(xué)生運動技能、體育運動價值認知水平，有利于端正今后個體的學(xué)習(xí)態(tài)度，而這些都應(yīng)和了計劃行為理論中促進參與意愿的要求。但是在現(xiàn)實大學(xué)體育教育中，體育幫扶現(xiàn)象多體現(xiàn)在體育運動參與意愿強烈的學(xué)生群體，比如籃球場上切磋技藝與交流、運動會前教師對參加比賽者的指導(dǎo)，形成了體育幫扶與參與意愿高度相關(guān)、互為影響的局面，即：體育運動參與意愿越強者，接受的體育幫扶越多，反之也亦然。

2)父母運動支持程度對體育運動參與意愿影響頗深，具有十分顯著性意義，這與格斯爾(2021)[8]研究結(jié)果是一致的。美爾庫里亞利斯認為，運動是人的天性，想要過健康而又幸福的生活，不應(yīng)長時間靜止不動，而應(yīng)該養(yǎng)成合理運動的良好習(xí)慣[9]。但是就中國大學(xué)生而言，在長期“重文輕體”思想影響下，中、小學(xué)階段很大部分父母對體育運動支持程度極低，哪怕體育成績納入中考，一些家長也只是在體育加試快臨近時期突擊式加練，對身心造成嚴重的疲勞感，產(chǎn)生了對體育運動的厭惡感。而這種不愉快的運動體驗直接帶進了大學(xué)階段體育學(xué)習(xí)中，學(xué)生身體素質(zhì)低下、運動技能缺乏，體育運動簡直就成為了大學(xué)教育體系課程中的“累贅”。相反，父母對孩子體育運動支持程度較高的學(xué)生，獲得了更多的體育運動機會，在中、小學(xué)時期形成了良好的運動習(xí)慣、習(xí)得了較多的運動技能，在大學(xué)階段就能夠更方便地利用學(xué)校體育資源，從而達成體育運動參與的目標。因此，父母支持對體育運動參與意愿的作用路徑體現(xiàn)在培養(yǎng)運動興趣、養(yǎng)成運動習(xí)慣、挖掘運動潛能、激發(fā)參與動機。

3)學(xué)生對體育課堂教學(xué)滿意度對體育運動參與意愿水平具有十分顯著性影響。體育課堂教學(xué)活動是以知識與技能學(xué)習(xí)為載體，以師生互動、生生交流為溝通方式的各種體驗過程。嚴文剛、陳定炫(2020)認為大學(xué)生對體育課程滿意度對運動行為意向具有中介效應(yīng)，情感體驗對滿意度有直接正效應(yīng)，情感體驗對行為意向具有直接的正效應(yīng)[10]。在本研究中也得到了驗證，表明學(xué)生在體育課堂中如果能夠獲得愉快的體驗，就會有可能提高對體育課堂教學(xué)的滿意度水平，從而促進學(xué)生未來積極的體育運動參與意愿。

4)學(xué)校體質(zhì)測試對體育運動參與意愿影響具有顯著負相關(guān)。為了提高大學(xué)生體質(zhì)健康水平，督促全校學(xué)生體育運動參與，各所高校都制定了一系列體育政策。雖然體育政策在一定程度促進了大學(xué)生體育運動參與程度，但是與參與意愿水平卻呈現(xiàn)出顯著負相關(guān)，也就是說體質(zhì)測試是國家、學(xué)校的指令性要求，具有強制性特點，學(xué)生為了完成任務(wù)、目標而被迫地進行更多的體育鍛煉，在實踐中還有可能產(chǎn)生抵觸情緒，運動行為并不能給參與者帶來愉快的情感體驗。意愿體現(xiàn)的是心理上的意愿程度，而不是外界強加給人的行為干預(yù)，所以學(xué)校體育政策有時候不一定會對體育運動參與意愿產(chǎn)生積極性作用，但對個體臨時的體育運動參與行為結(jié)果產(chǎn)生實效性，比如改善身心健康水平、習(xí)得了一定的運動技能等。

5)認為自己身體條件不適合運動與體育運動參與意愿水平具有顯著負相關(guān)。在體育技能學(xué)習(xí)過程中，由于身體肥胖不想做、動作不協(xié)調(diào)不敢做、缺乏運動技能不會做而導(dǎo)致大量同學(xué)運動自卑心理在體育課堂教學(xué)中屢見不鮮。個體心理學(xué)家阿德勒認為，自卑是指個體對自我的評價水平較低[11]，屬于消極的個性心理。具有運動自卑心理的學(xué)生，總是擔(dān)心自己不能完成體育課程學(xué)習(xí)任務(wù)，刻意逃避運動技能的學(xué)習(xí)、與教師的互動、與同學(xué)的交流，所以體育課堂教學(xué)活動有時候會成為他們難以度過的時光，消極的情緒會伴隨整個教學(xué)過程，痛苦的體驗貫穿始終。因此，認為自己身體條件不適合運動的心理自卑對體育運動參與意愿的影響機制是消極情緒引起的不愉快的情感體驗，從而最終導(dǎo)致對體育運動排斥的心理傾向性。

6)體育價值認知水平對體育運動參與意愿具有顯著性正向影響。關(guān)于認知與行為之間的關(guān)系，經(jīng)典認知科學(xué)認為，認知是主體獲取關(guān)于對象的知識并達到理解的心智活動，行動是需要由認知過程或知識來解釋的經(jīng)驗現(xiàn)象[12]，兩者具有相互影響、相互促進的關(guān)系。體育價值認知水平是指個體對體育在社會生活中具有功能的了解、熟悉、掌握的程度，即：體育運動能為參與者帶來哪些好處，掌握的越多，認知水平就越高。個體對同一事物的認知反映與情感反映都形成之后,這兩種不同的反映形式會自發(fā)地結(jié)合起來,形成一種綜合反映,這便是“態(tài)度”[13]，然后轉(zhuǎn)化為內(nèi)在需求動機，從而決定參與意愿水平。由此可以認為，學(xué)生的體育價值認知水平會影響體育運動參與意愿的水平。其過程機制體現(xiàn)在：認知-態(tài)度-需要-行動，是通過態(tài)度、需要的中介效應(yīng)來影響參與意愿。

3 結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

1)大學(xué)生體育運動參與意愿總體水平不高。調(diào)查結(jié)果統(tǒng)計，僅有20.8%的大學(xué)生表現(xiàn)出積極傾向性的體育運動參與意愿，說明真正內(nèi)心上渴望參與運動的大學(xué)生比例較低。

2)回歸結(jié)果顯示：課外體育幫扶、父母支持、體育課堂滿意度、體育價值認知水平、學(xué)校體育設(shè)施充足程度對大學(xué)生體育運動參與意愿具有顯著性正向作用，而學(xué)校體質(zhì)測試的督促、運動自卑對大學(xué)生體育運動參與意愿具有顯著性負向作用。體育明星、個人年均體育消費、性別、來源、是否獨生等不是影響大學(xué)生體育運動參與意愿的核心要素。

3.2 對策建議

1)建立大學(xué)體育課后“作業(yè)”輔導(dǎo)體系，達成“補缺補差”。長期以來，大學(xué)體育教育著重關(guān)注課堂教育，而忽視了課外學(xué)生體育教育，學(xué)生知識、技能得不到有效鞏固，難以內(nèi)化為學(xué)生體育需求動機、積極鍛煉的心理傾向。因此，通過建立大學(xué)體育課后輔導(dǎo)體系，有助于明確體育教師的責(zé)任與義務(wù)，規(guī)范輔導(dǎo)的內(nèi)容與時間，創(chuàng)新輔導(dǎo)的手段與方法，完善輔導(dǎo)的評價機制等。讓課后幫扶落實到實處，讓基礎(chǔ)差的學(xué)生提升運動自信、克服自卑，實現(xiàn)被動參與向主動參與轉(zhuǎn)變。

2)定期開展體育教研組教學(xué)研討，共商如何創(chuàng)新教學(xué)手段與方法、提升課堂教學(xué)效果，增強學(xué)生體育學(xué)習(xí)滿意度。對于大學(xué)體育課堂而言，教學(xué)手段與方法的選擇更有助于培養(yǎng)學(xué)生的體育學(xué)習(xí)興趣，它會給學(xué)生帶來愉快的學(xué)習(xí)體驗。

3)完善學(xué)校體育設(shè)施，有條件的高校可以嘗試俱樂部與大學(xué)體育融合模式，盡量滿足體育需求的可達性。

4)充分發(fā)揮學(xué)校體育社團作用，要多組織形式多樣的文體活動，提供給大學(xué)生更多的體育運動參與機會，實現(xiàn)主觀規(guī)范對體育運動參與意愿的作用。